王若男，阮榮平，韓旭東，鄭風(fēng)田

宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響效應(yīng)——基于CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)

王若男，阮榮平，韓旭東，鄭風(fēng)田*

（中國(guó)人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872）

基于CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響。結(jié)果表明：宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同有顯著正向影響。相較無(wú)宗教信仰的農(nóng)村居民，有宗教信仰的農(nóng)村居民自我認(rèn)同的階層地位更高。具體而言，宗教信仰通過(guò)參與效應(yīng)、品位效應(yīng)和慰藉效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同產(chǎn)生影響。宗教活動(dòng)參與對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同存在顯著正向影響，且參與頻次越高，受到的正向影響越強(qiáng)；不同宗教信仰類型對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同均產(chǎn)生正向影響，但影響程度不同，僅有回教對(duì)階層認(rèn)同產(chǎn)生顯著正向影響；相較家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的農(nóng)村居民，宗教信仰對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響更大。

宗教信仰；階層認(rèn)同；制度屬性；文化屬性

一、問(wèn)題的提出

我國(guó)已處于全面建成小康社會(huì)決勝期，為補(bǔ)齊農(nóng)村這一短板，確保順利完成農(nóng)村改革發(fā)展目標(biāo)，我國(guó)正著力實(shí)施精準(zhǔn)扶貧與鄉(xiāng)村振興兩大戰(zhàn)略。發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn)表明，穩(wěn)定的小康社會(huì)不僅表現(xiàn)為社會(huì)中大多數(shù)成員都達(dá)到較為豐裕的生活水平，同時(shí)還表現(xiàn)為社會(huì)中大多數(shù)成員都具備了“中間以上”的階層認(rèn)同[1]。那么，隨著我國(guó)農(nóng)村居民收入穩(wěn)健提升，其自我階層認(rèn)同是否也會(huì)提升？階層認(rèn)同表征著個(gè)體對(duì)自己社會(huì)地位的定位，是決定國(guó)民總體社會(huì)心態(tài)和政治傾向的關(guān)鍵要素[2]。自我認(rèn)同的階層地位較高意味著個(gè)體的“獲得感”“幸福感”較高，反之則意味著個(gè)體“焦慮感”和“不公平感”較高。農(nóng)村居民的社會(huì)地位處于我國(guó)整體社會(huì)階層的中下水平，農(nóng)村居民的階層認(rèn)同失衡更易帶來(lái)社會(huì)恐慌和社會(huì)問(wèn)題。所以，提升農(nóng)村居民的階層認(rèn)同地位關(guān)乎全面建設(shè)小康社會(huì)以及維系社會(huì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展[3]。

階層認(rèn)同來(lái)源于社會(huì)比較的心理過(guò)程，既依賴于客觀實(shí)際，又受心理過(guò)程的影響[4]。學(xué)界對(duì)階層認(rèn)同問(wèn)題的研究主要集中在兩個(gè)方面。一是個(gè)體的客觀階層地位對(duì)階層認(rèn)同的影響。范曉光和陳云松研究表明，個(gè)體的階層認(rèn)同與按照受教育程度、家庭收入和職業(yè)聲望等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)劃分的客觀階層地位之間常常具有偏差，可能高估也可能低估[5]。張翼研究發(fā)現(xiàn)，在教育、職業(yè)與收入三個(gè)表征個(gè)體客觀階層分層的指標(biāo)中，收入對(duì)個(gè)體的階層認(rèn)同具有顯著而穩(wěn)定的影響[6]。二是主觀心理因素對(duì)階層認(rèn)同的影響。徐巖研究表明，階層認(rèn)同不僅受到客觀社會(huì)階層的影響，也同時(shí)受到觀念、意識(shí)形態(tài)、文化價(jià)值觀等主觀心理因素的影響[7]。馬廣海研究發(fā)現(xiàn)，由于個(gè)體的主觀感受不同，兩個(gè)屬于同一客觀階層的個(gè)體可能產(chǎn)生不同的自我認(rèn)同階層地位[8]。陳云松和范曉光認(rèn)為，和客觀階層地位相比，人們與所在社會(huì)環(huán)境中的參照群體進(jìn)行比照產(chǎn)生的“相對(duì)剝奪感”對(duì)個(gè)體的階層認(rèn)同影響更大[9]。李春玲認(rèn)為，人們的階層認(rèn)同并不完全取決于客觀階層位置，它還受到基于種族、民族、宗教信仰、性別及社會(huì)政治團(tuán)體的身份歸屬感的影響[4]。

文獻(xiàn)梳理表明，已有研究主要探討了客觀經(jīng)濟(jì)地位和主觀心理因素對(duì)個(gè)體階層認(rèn)同的影響，鮮有研究分析宗教等文化因素的影響效應(yīng)。在農(nóng)村社會(huì)中，宗教信仰對(duì)農(nóng)民的健康狀況、養(yǎng)老保險(xiǎn)參與、勞動(dòng)參與、幸福感等都具有重要影響，同時(shí)還具有對(duì)公共文化供給的替代效應(yīng)和社會(huì)保障功能[10]。宗教信仰對(duì)階層認(rèn)同也發(fā)揮著重要作用[11]。尤其是在我國(guó)農(nóng)村文化多元化發(fā)展過(guò)程中，宗教信仰對(duì)階層認(rèn)同的影響不可忽略。為此，筆者擬基于CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)，從宗教的制度和文化屬性入手分析其對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

宗教具有兩個(gè)最基本的屬性：制度屬性和文化屬性[12]。宗教的制度屬性表現(xiàn)在宗教有相對(duì)固定的活動(dòng)場(chǎng)所、嚴(yán)密的宗教組織和宗教制度。制度屬性通過(guò)行為規(guī)范約束教會(huì)成員參與宗教組織活動(dòng)，其目的是培養(yǎng)和維護(hù)人的社會(huì)性[13]。教會(huì)成員在參與宗教活動(dòng)的過(guò)程中加強(qiáng)自身社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資本，進(jìn)而提升階層認(rèn)同地位[14]。宗教的文化屬性表現(xiàn)在宗教本身就是一種特殊的文化現(xiàn)象，它影響到教會(huì)成員的思想意識(shí)、生活習(xí)俗等方面[15]。文化屬性對(duì)個(gè)體階層認(rèn)同主要有兩方面的影響。一是品位效應(yīng)。宗教信仰通過(guò)對(duì)文化價(jià)值觀的影響塑造教會(huì)成員的生活品位，這種與世俗文化價(jià)值觀具有較大差異的生活品位成為個(gè)人身份建構(gòu)過(guò)程中的工具[16]，使信教者產(chǎn)生優(yōu)越感，因此教會(huì)成員更易高估自身的階層地位。二是慰藉效應(yīng)。宗教信仰具有社會(huì)保障功能，宗教的超自然信仰與來(lái)世信仰改變了人們的世界觀，為處于弱勢(shì)社會(huì)階層的人們提供心理層面的保障。而且宗教能夠削弱創(chuàng)傷性事件對(duì)主觀福利的影響，起到提高階層認(rèn)同地位的社會(huì)保障作用?；谏鲜龇治?，提出以下假設(shè)：

H1：相較無(wú)宗教信仰的農(nóng)村居民，有宗教信仰的農(nóng)村居民階層認(rèn)同地位更高。

根據(jù)上述理論，本研究構(gòu)建了宗教信仰影響我國(guó)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的分析框架（圖1），并分別進(jìn)行假設(shè)論證。

圖1　宗教信仰影響農(nóng)村居民階層認(rèn)同的分析框架

1．參與效應(yīng)：宗教活動(dòng)參與的影響

宗教信仰是社會(huì)分化的一個(gè)重要指標(biāo)，也是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的一個(gè)重要屬性[13]。在傳統(tǒng)農(nóng)村社會(huì)，人丁興旺的家族掌握著村莊話語(yǔ)權(quán)，因而階層意味著更廣泛的社會(huì)關(guān)系和更多的社會(huì)資本。定期的宗教集體活動(dòng)（如禮拜等），有利于提高教會(huì)成員交往的頻率[13, 14]，有助于提升信教居民的階層認(rèn)同地位。宗教的聚會(huì)活動(dòng)使宗教的作用類似于俱樂(lè)部，宗教活動(dòng)參與行為能產(chǎn)生正外部性與參與者互惠[17]。通過(guò)參加宗教活動(dòng)，宗教成員可能遇到社區(qū)中有影響力的重要人物，擁有更大和更加可靠的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，在教友之間形成較強(qiáng)的非正式社會(huì)互助機(jī)制，在困難時(shí)期可以從中得到幫助，由此提升自身的階層認(rèn)同地位[18,19]。林瑜勝通過(guò)對(duì)曲阜市農(nóng)村老年人宗教信仰調(diào)查發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于世俗社會(huì)依托于社會(huì)資源、權(quán)力重賦等物質(zhì)資本建立社會(huì)關(guān)系，宗教活動(dòng)作為一種“無(wú)門檻”的團(tuán)體活動(dòng)，可以增加農(nóng)村老年人的社會(huì)資本，幫助其重構(gòu)人際交往網(wǎng)絡(luò)[20]。阮榮平等認(rèn)為，如果沒(méi)有宗教活動(dòng)參與，即使有宗教信仰也很難通過(guò)宗教組織來(lái)獲取社會(huì)資本[21]。宗教活動(dòng)參與增加了組織成員相互接觸的機(jī)會(huì)，拓展了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而提升了其階層認(rèn)同地位?；谏鲜龇治?，提出以下假設(shè)：

H2：宗教活動(dòng)參與對(duì)于農(nóng)村居民階層認(rèn)同具有正向影響，參與宗教活動(dòng)頻次越高，自我認(rèn)同的階層地位越高。

2．品位效應(yīng)：文化價(jià)值觀的影響

湯普森認(rèn)為日常生活中的經(jīng)歷和體驗(yàn)是階層認(rèn)同產(chǎn)生的基礎(chǔ)，而休閑娛樂(lè)、興趣愛(ài)好、消費(fèi)習(xí)慣等生活經(jīng)歷和體驗(yàn)體現(xiàn)著一個(gè)人的品位[22]。宗教對(duì)階層認(rèn)同的品位效應(yīng)受其文化屬性的影響，宗教組織內(nèi)部的文化價(jià)值觀通過(guò)與文學(xué)、藝術(shù)、音樂(lè)、詩(shī)歌、繪畫、建筑、雕塑、道德等相互滲透，影響宗教信仰者的階層認(rèn)同。19世紀(jì)美國(guó)某些教派的信教者將宗教音樂(lè)和禮儀與中產(chǎn)階級(jí)文化聯(lián)系在一起，因此把自己認(rèn)同為中產(chǎn)階級(jí)[23]。李飛對(duì)階層認(rèn)同影響因素的研究表明，越是常去咖啡館、酒吧等場(chǎng)所，并經(jīng)常休閑健身、閱讀頻率高，個(gè)人生活品位越高，其主觀認(rèn)同自己的階層也越高[24]。丁冬等則研究發(fā)現(xiàn)信教農(nóng)民更偏好于看報(bào)紙雜志、上網(wǎng)、體育健身、看文藝演出等體現(xiàn)高雅生活品位的娛樂(lè)活動(dòng)，而不信教農(nóng)民則偏好于串門聊天、打麻將、打撲克等通俗娛樂(lè)活動(dòng)[17]。品位效應(yīng)使得信教民眾更易高估自身的階層地位。且由于不同宗教的文化價(jià)值觀不同，由此分化出不同的生活品位，導(dǎo)致不同宗教信仰類型對(duì)階層認(rèn)同的影響程度不同[25]。

中國(guó)特色社會(huì)主義核心價(jià)值觀在很大程度上汲取了儒、釋、道等中華傳統(tǒng)文化的養(yǎng)分，因而中國(guó)本土宗教（佛教、道教、民間宗教等）所宣揚(yáng)的文化、價(jià)值觀與中國(guó)主流文化價(jià)值觀在很大程度上保持了一致性[26]，由此造成信仰本土宗教的農(nóng)村居民與非信教農(nóng)村居民在基于文化價(jià)值觀生成的生活品位上差異不大，本土宗教的品位效應(yīng)不明顯。而由于中西方主流文化、價(jià)值觀的差異，外來(lái)宗教（回教、天主教、基督教等）與中國(guó)主流文化價(jià)值觀存在著較大的距離，信仰外來(lái)宗教的農(nóng)村居民與非信教農(nóng)村居民在基于文化價(jià)值觀生成的生活品位上差異較大。因此，相較本土宗教而言，信仰外來(lái)宗教的農(nóng)村居民更容易增大與非信教農(nóng)村居民的“階層距離”[21]，進(jìn)而提高信教自我認(rèn)同的階層地位。基于上述分析，提出以下假設(shè)：

H3：農(nóng)民的宗教信仰類型不同，其自我認(rèn)同的階層地位就不同。

H3a：相對(duì)于本土宗教而言，外來(lái)宗教會(huì)更大程度上提高農(nóng)村居民自我認(rèn)同的階層地位。

3．慰藉效應(yīng)：心理保障的影響

宗教信仰選擇是心理認(rèn)知結(jié)構(gòu)的變化，也就是“洗腦”的結(jié)果[15]。長(zhǎng)期以來(lái)，學(xué)者們認(rèn)為，特定的社會(huì)環(huán)境，尤其是弱勢(shì)社會(huì)環(huán)境，會(huì)導(dǎo)致人們?nèi)ふ夷切┠芙o他們的貧困帶來(lái)慰藉的宗教。窮人信仰宗教是因?yàn)樽诮绦Q貧窮具有道德優(yōu)越性，可以賦予他們更高的地位。馬克思和恩格斯提出，一個(gè)人全部的思想觀念，包括宗教的思想觀念，都來(lái)自于生產(chǎn)資料所處的物質(zhì)環(huán)境[27]。馬克思把宗教看作一種安慰劑，就像鴉片一樣可以給那些買不起麻醉品的人減輕痛苦。如在拉丁美洲，人們普遍相信魔鬼、惡靈和詛咒，貧困、失業(yè)、家庭斗爭(zhēng)、健康問(wèn)題被認(rèn)為是邪惡力量造成的精神痛苦的產(chǎn)物，而神的介入可以將邪惡的靈魂從個(gè)體分離出來(lái)。Musick認(rèn)為，宗教具有為未來(lái)提供價(jià)值和希望的能力，信教者即使面對(duì)當(dāng)前的生活逆境，也可能產(chǎn)生強(qiáng)烈的幸福感[28]。在美國(guó)，27%的公民相信輪回，除佛教、印度教等轉(zhuǎn)世教義的教徒外，羅馬天主教徒和一大批新教徒也把轉(zhuǎn)世投胎加入到他們的宗教世界觀中[29]。

來(lái)自不同國(guó)家和地區(qū)的證據(jù)幾乎都表明，宗教信仰與幸福感之間有著很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。Pargament等認(rèn)為宗教信仰可以促進(jìn)希望、寬恕、快樂(lè)以及其他正向情感的產(chǎn)生，進(jìn)而增強(qiáng)個(gè)體的幸福感[30]。大量針對(duì)美國(guó)黑人社區(qū)宗教信仰的研究也表明，宗教信仰可以提高美國(guó)黑人對(duì)現(xiàn)狀的滿意度，減輕經(jīng)濟(jì)匱乏對(duì)其生活的影響[31-33]。阮榮平等利用河南省農(nóng)戶樣本的研究表明，宗教信仰能夠提升農(nóng)村居民的主觀福利水平[18]。就失業(yè)而言，無(wú)宗教信仰者可能認(rèn)為這會(huì)傷及自己的自尊，而有宗教信仰者則可能認(rèn)為這是自身靈性增長(zhǎng)的一個(gè)機(jī)會(huì)[34]。因此，一般認(rèn)為，宗教信仰能夠給處于弱勢(shì)社會(huì)階層的人帶來(lái)慰藉，提升其自我認(rèn)同的階層地位?；谏鲜龇治?，提出以下假設(shè)：

H4：相對(duì)于家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的農(nóng)村居民而言，宗教信仰會(huì)更大程度上提高家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的農(nóng)村居民自我認(rèn)同的階層地位。

三、變量與模型選擇

1．變量選擇

本研究被解釋變量為農(nóng)村居民自我認(rèn)同的階層地位，簡(jiǎn)稱階層認(rèn)同，其測(cè)度主要來(lái)自CGSS2015的調(diào)查數(shù)據(jù)。有效樣本總量為10 968個(gè)，其中農(nóng)村居民樣本量為6 194個(gè)。關(guān)于階層認(rèn)同，問(wèn)卷中有一道題為“在我們的社會(huì)里，有的人處在社會(huì)的上層，有些人處在社會(huì)的下層，您認(rèn)為自己目前在哪個(gè)等級(jí)”，選項(xiàng)1～10依次代表“最底層”到“最頂層”，參考韓旭東等的做法[2]，以此衡量受訪者的階層認(rèn)同地位。由表1可以看出，農(nóng)村居民階層認(rèn)同地位的平均值為4.09。

解釋變量是農(nóng)村居民的宗教信仰。參考阮榮平等[21]和周根占等[19]的做法，采用三種分類方式衡量個(gè)體的宗教信仰情況。一是僅將宗教信仰情況區(qū)分為有宗教信仰和無(wú)宗教信仰；二是將有宗教信仰的個(gè)體區(qū)分為本土宗教信仰和外來(lái)宗教信仰①；三是將有宗教信仰的個(gè)體進(jìn)一步區(qū)分為佛教、道教、民間信仰、伊斯蘭教、天主教和基督教。在農(nóng)村居民樣本中，5 419人無(wú)宗教信仰（占87.49%），有宗教信仰的樣本中(其中也有人同時(shí)信仰兩種宗教)，429人信仰本土宗教（占6.93%），其中264人信仰佛教（占4.26%），18人信仰道教（占0.29%），151人信仰民間宗教（占2.44%）；264人信仰外來(lái)宗教（占4.26%），其中125人信仰回教（占2.02%），9人信仰天主教（占0.15%），131人信仰基督教（占2.11%）。

考慮到階層認(rèn)同與農(nóng)村居民的個(gè)體特征緊密相關(guān)[6]，個(gè)體的社會(huì)地位是影響階層認(rèn)同的重要因素[8, 9]，以及區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)狀況會(huì)對(duì)個(gè)體的階層認(rèn)同形成參照[4]，因此設(shè)置了農(nóng)村居民個(gè)體特征（性別、年齡、民族、婚姻、健康）、客觀社會(huì)地位（收入、受教育程度、職業(yè)類型）和地區(qū)虛擬變量（所處地區(qū)為東部、中部或西部地區(qū)）等作為控制變量。

各變量的說(shuō)明及樣本描述性統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

表1　樣本描述性統(tǒng)計(jì)特征

注：農(nóng)村居民總樣本量為6 194個(gè)，在具體問(wèn)題中因受訪者答案缺失問(wèn)題造成不同變量的觀測(cè)值不同；工作類型中的“沒(méi)有工作”是指受訪者因喪失勞動(dòng)能力、料理家務(wù)、離退休、在校學(xué)習(xí)等原因目前未從事任何以獲得經(jīng)濟(jì)收入為目的的工作。

2．模型選擇

階層認(rèn)同的10種選擇之間有選擇次序，即因變量為離散的有序數(shù)據(jù)。適合于離散有序因變量的計(jì)量模型有三種，分別為OLS模型、有序Probit模型和有序Logit模型。在具體的數(shù)據(jù)分析中，本研究同時(shí)使用了三種估計(jì)方法。由于三者所估計(jì)出的宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響方向以及顯著性狀況沒(méi)有明顯差異，且許多研究已證實(shí)OLS模型、有序Probit模型和有序Logit模型對(duì)系數(shù)的方向和顯著性沒(méi)有明顯影響[35, 36]，本研究主要報(bào)告有序Probit模型的估計(jì)結(jié)果。其模型如下：

=(+)

其中，表示受訪者的階層認(rèn)同，表示受訪者的宗教信仰情況，根據(jù)前面對(duì)宗教信仰的分類，選擇三個(gè)指標(biāo)衡量受訪者的宗教信仰情況，分別記為宗教信仰Ⅰ、宗教信仰Ⅱ和宗教信仰Ⅲ。宗教信仰Ⅰ為二元變量，記為1（有宗教信仰=1，無(wú)宗教信仰=0）；宗教信仰Ⅱ?yàn)?個(gè)虛擬變量，分別記為2_1（信仰本土宗教=1，不信仰本土宗教=0）和2_2（信仰外來(lái)宗教=1，不信仰外來(lái)宗教=0）；宗教信仰Ⅲ為6個(gè)虛擬變量，分別記為3_1（信仰佛教=1，其他=0）；3_2（信仰道教=1，其他=0）；3_3（信仰民間信仰=1，其他=0）；3_4（信仰回教=1，其他=0）；3_5（信仰天主教=1，其他=0）；3_6（信仰基督教=1，其他=0）。表示控制變量，、、為待估系數(shù)，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證研究及其結(jié)果分析

首先應(yīng)用有序Probit模型對(duì)宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響進(jìn)行基本回歸，然后使用工具變量法基于兩階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)對(duì)宗教信仰與階層認(rèn)同間的內(nèi)生性問(wèn)題予以檢驗(yàn)。最后對(duì)宗教信仰影響農(nóng)村居民階層認(rèn)同的機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證，包括宗教活動(dòng)參與頻次產(chǎn)生的參與效應(yīng)，不同宗教信仰類型產(chǎn)生的品位效應(yīng)以及家庭經(jīng)濟(jì)狀況產(chǎn)生的慰藉效應(yīng)。

1．宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響

（1）基本回歸結(jié)果。宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響的有序Probit模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。從模型（1）可以看出宗教信仰對(duì)階層認(rèn)同有著正向影響，但這一回歸結(jié)果并不顯著。模型（1）可能存在的最大問(wèn)題是遺漏變量所導(dǎo)致的偏誤，因此在后續(xù)回歸中逐步加入可能影響階層認(rèn)同的控制變量。在加入控制變量后，模型（2）~（4）中宗教信仰對(duì)階層認(rèn)同均具有顯著正向影響，且系數(shù)的大小沒(méi)有發(fā)生大幅度改變。綜合模型（1）~（4）的估計(jì)結(jié)果，可以看出在增加控制變量后，宗教信仰顯著影響農(nóng)村居民的階層認(rèn)同。其他條件相同時(shí)，相較無(wú)宗教信仰的受訪者，有宗教信仰的受訪者自我認(rèn)同的階層地位提高的概率增加7.91%。這一結(jié)果與盧云峰[3]基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)得出的結(jié)論一致，證明了農(nóng)村居民階層認(rèn)同中的宗教信仰差異。

表2　宗教信仰影響農(nóng)民階層認(rèn)同的有序Probit模型估計(jì)結(jié)果

注：（1）*＜0.1，＊＊＜0.05，＊＊＊＜0.01；（2）括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

（2）內(nèi)生性檢驗(yàn)。上述有序Probit模型雖然試圖控制更多的變量以獲得無(wú)偏估計(jì)，但估計(jì)結(jié)果依然面臨遺漏變量、雙向因果等潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，從而可能存在偏誤[37]。參考阮榮平等的做法，選用省級(jí)層面的宗教活動(dòng)場(chǎng)所密度作為農(nóng)村居民宗教信仰的工具變量予以糾正，使用2SLS對(duì)表2中模型（4）的線性概率形式進(jìn)行估計(jì)[34]。由表3可知，宗教活動(dòng)場(chǎng)所對(duì)個(gè)體宗教信仰具有顯著正向影響，且顯著水平在1%之上，可以認(rèn)為，使用宗教活動(dòng)場(chǎng)所作為個(gè)體宗教信仰的工具變量不存在弱工具變量問(wèn)題。同時(shí)，計(jì)算了統(tǒng)計(jì)量，其估計(jì)值遠(yuǎn)高于Stock and Yogo所建議的在10%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕弱工具變量假設(shè)的臨界值（約為16）[38]。由此，可以認(rèn)為，本研究所使用的工具變量對(duì)個(gè)體宗教信仰有著較強(qiáng)的解釋力，不存在弱工具變量問(wèn)題。統(tǒng)計(jì)量強(qiáng)烈地顯示各個(gè)工具變量與回歸方程的誤差項(xiàng)均無(wú)關(guān)，是有效的工具變量，回歸方程不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。對(duì)內(nèi)生性的檢驗(yàn)也在1%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕了原假設(shè)，表明農(nóng)村居民宗教信仰與階層認(rèn)同之間存在內(nèi)生性。有序Probit與2SLS的估計(jì)結(jié)果均表明宗教信仰與農(nóng)村居民階層認(rèn)同之間的關(guān)系具有較高的顯著水平，但與表2中有序Probit模型估計(jì)結(jié)果相比，表3中2SLS估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)顯著性要更高。相較無(wú)宗教信仰的農(nóng)村居民，有宗教信仰的農(nóng)村居民自我認(rèn)同的階層地位更高，其階層認(rèn)同被高估的概率增加了172.7%。這表明剔除內(nèi)生性問(wèn)題后，宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的正向影響大大提高。這一結(jié)果驗(yàn)證了H1。

表3　宗教信仰影響農(nóng)村居民階層認(rèn)同的2SLS估計(jì)結(jié)果

注：*＜0.1，＊＊＜0.05，＊＊＊＜0.01；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；控制變量同表2。

2．宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響的作用機(jī)制

（1）參與效應(yīng)：宗教活動(dòng)參與對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響。選取CGSS2015調(diào)查中的問(wèn)題“您參加宗教活動(dòng)的頻繁程度”作為宗教活動(dòng)參與頻次的衡量問(wèn)題，并使用有序Probit模型進(jìn)行了回歸分析。表4中模型（1）的估計(jì)結(jié)果表明，宗教活動(dòng)參與頻次對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響不顯著。然而，農(nóng)村居民樣本中共有693人有宗教信仰，889人參與過(guò)宗教活動(dòng)，在參與過(guò)宗教活動(dòng)的受訪者中有12.82%沒(méi)有宗教信仰，大量無(wú)宗教信仰的受訪者也參與了宗教活動(dòng)。為了剔除無(wú)宗教信仰但參與宗教活動(dòng)的農(nóng)村居民樣本的影響，模型（2）給出了宗教信仰與宗教活動(dòng)參與頻次的交乘項(xiàng)對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響的有序Probit模型估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，宗教信仰類型與宗教活動(dòng)參與頻次的交乘項(xiàng)對(duì)農(nóng)村居民的階層認(rèn)同具有顯著正向影響。參與宗教活動(dòng)本身不會(huì)改變農(nóng)村居民的階層認(rèn)同，僅當(dāng)參與宗教活動(dòng)者具有宗教信仰時(shí)，即宗教信仰的制度屬性發(fā)揮作用時(shí)，宗教活動(dòng)參與才會(huì)對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同產(chǎn)生正向影響，且參與宗教活動(dòng)頻次越多，農(nóng)村居民自我認(rèn)同的階層地位越高，這一估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了H2。

表4　宗教活動(dòng)參與頻次對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響

注：*＜0.1，＊＊＜0.05，＊＊＊＜0.01；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；控制變量同表2。

（2）品位效應(yīng)：不同宗教信仰類型對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響。本研究使用第三種宗教信仰類型分類方法（記為宗教信仰Ⅲ）估計(jì)具體不同宗教信仰對(duì)受訪者階層認(rèn)同的影響。就影響方向而言，不同宗教對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同均表現(xiàn)出正向影響。就影響程度而言，不同宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響具有明顯的差異性（括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)）?；亟虒?duì)階層認(rèn)同的影響程度最大（0.5693），其次是天主教（0.2609），再次是基督教（0.2163），三者均屬于外來(lái)宗教。佛教（0.0518）、道教（0.0404）和民間信仰（0.0763）對(duì)階層認(rèn)同的影響程度均較小，且三者同屬于本土宗教。就顯著性而言，在所有宗教當(dāng)中，僅有回教對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性，其他宗教對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響均不顯著。這一結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H3。

為進(jìn)一步探究宗教信仰中文化價(jià)值觀和生活品位對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響，使用第二種宗教信仰類型分類方法（記為宗教信仰Ⅱ）進(jìn)行研究。表5給出了有無(wú)本土宗教信仰和外來(lái)宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響的有序Probit模型估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，有無(wú)本土宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響不顯著，有無(wú)外來(lái)宗教信仰顯著影響農(nóng)村居民的階層認(rèn)同。其他條件相同時(shí)，相對(duì)于本土宗教信仰，有外來(lái)宗教信仰的農(nóng)村居民認(rèn)為自己目前所處社會(huì)階層更高。這一結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H3a。本土宗教信仰所宣揚(yáng)的文化價(jià)值觀及宗教內(nèi)部形成的生活品位與不信教農(nóng)村居民的世俗品位較類似，因此本土宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響不顯著。相較本土宗教信仰，外來(lái)宗教信仰與中國(guó)傳統(tǒng)文化宣揚(yáng)的文化價(jià)值觀差距更大，生活品位差異也更大，故這部分信教農(nóng)村居民相較不信教農(nóng)村居民自我認(rèn)同的階層地位更高。

表5　不同宗教信仰類型對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響

注：*＜0.1，**＜0.05，***＜0.01；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；控制變量同表2。

（3）慰藉效應(yīng)：家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響。檢驗(yàn)宗教信仰慰藉效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響，主要是按照受訪者的家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸，看子樣本回歸結(jié)果是否存在差別，且回歸結(jié)果是否證實(shí)宗教信仰對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響更大。根據(jù)問(wèn)卷中的問(wèn)題“您家的家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地屬于哪一檔”對(duì)樣本進(jìn)行分組，將樣本的家庭經(jīng)濟(jì)狀況分為1～5級(jí)，其中1級(jí)表示家庭經(jīng)濟(jì)狀況遠(yuǎn)低于所在地平均水平，5級(jí)表示家庭經(jīng)濟(jì)狀況遠(yuǎn)高于所在地平均水平。87.73%的農(nóng)村居民家庭經(jīng)濟(jì)狀況為平均水平或低于平均水平。

通過(guò)比較有宗教信仰群體的自我認(rèn)同階層地位及家庭經(jīng)濟(jì)狀況，發(fā)現(xiàn)在宗教信仰群體中，86.41%的農(nóng)村居民認(rèn)為自己目前所處階層為中等及以下（小于等于5級(jí)），但事實(shí)上93.23%的農(nóng)村居民家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地的平均值及以下（小于等于3級(jí)），由此可見(jiàn)宗教信仰提升了中下階層農(nóng)村居民的階層認(rèn)同地位。進(jìn)一步建立有序Probit模型對(duì)處于不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的樣本進(jìn)行分組回歸，結(jié)果見(jiàn)表6。由表6可知，是否信教對(duì)按家庭經(jīng)濟(jì)狀況分組的個(gè)體階層認(rèn)同的影響差異較大。其中宗教信仰僅對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況遠(yuǎn)低于所在地平均水平的樣本階層認(rèn)同地位產(chǎn)生顯著影響，影響方向?yàn)檎页潭让黠@高于其他子樣本。處于最低家庭經(jīng)濟(jì)狀況的農(nóng)村居民個(gè)人年收入平均為7 407.76元，若夫妻二人收入相似且有老人子女需要照顧，則幾乎處于貧困水平，由此可將家庭經(jīng)濟(jì)狀況為1級(jí)的樣本近似視為農(nóng)村貧困人口?；貧w結(jié)果在一定程度上說(shuō)明了宗教信仰可以為窮人帶來(lái)精神慰藉，并提高了其階層認(rèn)同地位，由此驗(yàn)證了H4。

表6　按家庭經(jīng)濟(jì)狀況分組的宗教信仰影響農(nóng)村居民階層認(rèn)同的有序Probit模型估計(jì)結(jié)果

注：*＜0.1，＊＊＜0.05，＊＊＊＜0.01；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；控制變量同表2；由于分組后子樣本的觀測(cè)值減少，選擇“遠(yuǎn)高于平均水平”的觀測(cè)值僅有13個(gè)，因而無(wú)法進(jìn)行該子樣本的有序Probit模型回歸。

五、結(jié)論及其政策含義

基于CGSS2015的調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究探討了宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同的影響。結(jié)果表明：宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同有顯著正向影響，相較無(wú)宗教信仰的農(nóng)村居民，有宗教信仰的農(nóng)村居民主觀認(rèn)同的階層地位更高；有宗教信仰的農(nóng)村居民宗教活動(dòng)參與頻次越高，其主觀認(rèn)同的階層地位越高；不同宗教信仰類型對(duì)農(nóng)村居民階層認(rèn)同均產(chǎn)生正向影響，相較本土宗教信仰，外來(lái)宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民的階層認(rèn)同正向影響更大；相較家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的農(nóng)村居民，宗教信仰對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的農(nóng)村居民階層認(rèn)同影響更大。

本研究結(jié)論具有以下政策含義：

一是要充分保障信教農(nóng)村居民參加宗教組織合法活動(dòng)的自由。合法的宗教信仰和宗教活動(dòng)在我國(guó)一直受到保護(hù)，這不僅源于我國(guó)法律對(duì)公民信教和不信教自由的保證，更是因?yàn)楹戏ǖ淖诮绦叛鲇欣诰S持社會(huì)穩(wěn)定。在教會(huì)等宗教組織中，農(nóng)村居民可以增強(qiáng)人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，獲取更多資源和信息，而這些社會(huì)資本可以利用到世俗生活中去，有效提高信教農(nóng)村居民的自我認(rèn)同階層地位。在信教群體聚集的省份和地區(qū)，地方政府應(yīng)更為注重對(duì)農(nóng)村宗教事務(wù)的管理和服務(wù)，必要時(shí)拿出部分經(jīng)費(fèi)幫助維修、維護(hù)宗教活動(dòng)場(chǎng)所，保障農(nóng)村信教群體參與宗教活動(dòng)的正常需求。

二是要重視對(duì)信教農(nóng)民的思想文化教育，努力把宗教教義同中華文化相融合。當(dāng)前階段，外來(lái)宗教信仰與我國(guó)傳統(tǒng)文化宣揚(yáng)的文化價(jià)值觀差距仍舊較大，故這部分信教農(nóng)村居民與不信教農(nóng)村居民之間的階層認(rèn)同差異更大。習(xí)近平總書記在全國(guó)宗教工作會(huì)議上指出，“新形勢(shì)下，我們要堅(jiān)持和發(fā)展中國(guó)特色社會(huì)主義宗教理論。”只有積極踐行社會(huì)主義核心價(jià)值觀，弘揚(yáng)中華文化，努力把宗教教義同中華文化相融合，宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民自我認(rèn)同階層地位的提升才真正有利于維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定。

三是在精準(zhǔn)扶貧過(guò)程中要注重對(duì)信教貧困群體的信仰尊重。農(nóng)村居民信仰宗教的一個(gè)重要原因是為他們自身的苦難遭遇尋找能夠帶來(lái)慰藉的心理寄托，研究結(jié)果也表明對(duì)于家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的農(nóng)村居民宗教信仰對(duì)階層認(rèn)同的影響更大。當(dāng)前我國(guó)已進(jìn)入脫貧攻堅(jiān)的關(guān)鍵時(shí)期，對(duì)農(nóng)村貧困人口的幫扶更為注重激發(fā)內(nèi)生動(dòng)力，加強(qiáng)了移風(fēng)易俗、破除封建迷信活動(dòng)的輿論引導(dǎo)。但同時(shí)在扶貧工作中也要注意對(duì)信教貧困群體的信仰尊重，要注意宗教信仰與封建迷信的區(qū)別，真心實(shí)意關(guān)心信教貧困群眾，出現(xiàn)認(rèn)識(shí)上的分歧時(shí)，要積極引導(dǎo)，求大同、存小異。

注釋：

① 本土宗教信仰包括佛教、道教、民間信仰。外來(lái)宗教包括回教/伊斯蘭教、天主教、基督教、東正教、其他基督教、猶太教、印度教。

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The influence of religious belief on the identity of rural residents: Empirical test based on CGSS2015 data

WANG Ruonan, RUAN Rongping, HAN Xudong, ZHENG Fengtian

(School of Agricultural Economics and Rural Development, Renmin University of China, Beijing 100872)

Based on CGSS2015 data, this paper analyzes the influence of religious belief on the identification of rural residents. The empirical results show that religious belief has a significant positive impact on the class identity of rural residents. Rural residents with religious beliefs were more likely to have a higher level of class identity than those without religious beliefs. Specifically, religious belief plays a role through participation effect, taste effect and consolation effect. Participation in religious activities has a significant positive impact on the class identification of rural residents, and the higher the participation frequency, the stronger the positive impact; Different religious belief types all have positive effects on the identification of rural residents, but the degree of influence is different, only Islam has statistical significance; Compared with local religious belief, foreign religious belief will enhance the identification of rural residents to a greater extent; Compared with rural residents with better family economic status, religious belief has greater influence on rural residents with poorer family economic status.

Religious Beliefs; Class Identification; System attributes; Cultural attributes

C912.82；B916

A

1009–2013(2020)01–0035–09

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2020.01.005

2019－11－28

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金專項(xiàng)（18VSJ099）；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71573266）；北京市社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目（18ZDL21）

王若男（1996—），女，河北唐山人，碩士研究生，主要研究方向?yàn)猷l(xiāng)村治理和農(nóng)村宗教。*為通信作者。

責(zé)任編輯：曾凡盛